Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại việt nam

KHẢO LƯỢC CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM

CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA NHTM

2.1.1 Hoạt động kinh doanh ngân hàng

Theo luật tổ chức tín dụng số 47/2010/QH12, Ngân hàng thương mại (NHTM) là tổ chức tín dụng thực hiện toàn bộ hoạt động ngân hàng và các hoạt động kinh doanh liên quan Hoạt động ngân hàng chủ yếu bao gồm việc nhận tiền gửi, cấp tín dụng và cung ứng dịch vụ thanh toán.

Ngân hàng Thương mại (NHTM) đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế với chức năng trung gian tài chính, chuyển đổi các khoản tiết kiệm thành tín dụng cho doanh nghiệp và cá nhân để thực hiện đầu tư và sản xuất NHTM cung cấp tín dụng cho người tiêu dùng quy mô lớn và là thành viên chủ chốt trên thị trường tín phiếu và trái phiếu do chính quyền phát hành để hỗ trợ các chương trình công cộng Ngoài ra, NHTM còn là nguồn cung cấp vốn lưu động, vốn trung hạn và dài hạn thiết yếu cho doanh nghiệp.

Ngân hàng thương mại (NHTM) đóng vai trò quan trọng trong việc thanh toán, đại diện cho khách hàng thực hiện giao dịch mua sắm hàng hóa và dịch vụ Họ thực hiện điều này thông qua việc phát hành và bù trừ séc, cũng như cung cấp mạng lưới thanh toán điện tử hiệu quả.

- Với vai trò người bảo lãnh, NHTM cam kết trả nợ thay cho khách hàng khi khách hàng mất khả năng thanh toán

- Với vai trò đại lý, các NHTM thay mặt khách hàng quản lý và bảo lãnh phát hành hoặc chuộc lại chứng khoán

Các ngân hàng thương mại (NHTM) đóng vai trò quan trọng trong việc thực hiện chính sách vĩ mô của chính phủ, giúp điều tiết sự tăng trưởng kinh tế và hướng tới các mục tiêu xã hội.

Hình 2.1 Hoạt động cơ bản của NHTM Nguồn: Sách Hoạt động kinh doanh ngân hàng

Hoạt động kinh doanh cơ bản của NHTM

Chức năng luân chuyển tài sản

Hoạt động huy động vốn

-Tiền gửi giao dịch

- Vay các ngân hàng khác

Hoạt động sử dụng vốn

Chức năng cung cấp dịch vụ

- Dịch vụ thanh toán và ngân quỹ

2.1.2 Khái niệm khả năng sinh lời

Khả năng sinh lời là thước đo hiệu quả tài chính và là điều kiện cần thiết để duy trì sự cân bằng tài chính, nhưng cần được đánh giá trong một khoảng thời gian cụ thể Khái niệm này áp dụng cho mọi hoạt động kinh tế và thể hiện qua kết quả trên các tài sản Theo Luật các Tổ chức tín dụng, ngân hàng thương mại (NHTM) thực hiện các hoạt động ngân hàng nhằm đạt được lợi nhuận Lợi nhuận là chỉ tiêu tài chính quan trọng để đánh giá hiệu quả hoạt động kinh doanh của NHTM, đặc biệt trong bối cảnh cạnh tranh khốc liệt của nền kinh tế thị trường Các nhà quản lý ngân hàng luôn tìm cách gia tăng lợi nhuận, không chỉ để mở rộng quy mô kinh doanh mà còn để tăng thu nhập cho cổ đông và nâng cao giá trị cổ phiếu Gia tăng lợi nhuận cũng góp phần nâng cao phúc lợi cho người lao động, tạo sự gắn bó và ổn định nhân sự Để đạt được điều này, ngân hàng cần phòng ngừa rủi ro trong kinh doanh, kết hợp giữa hoạt động tín dụng và đa dạng hóa dịch vụ, cũng như quản lý chi phí hiệu quả.

2.1.3 Các chỉ tiêu đánh giá khả năng sinh lời của NHTM

2.1.3.1 Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản Đầu tiên trong nhóm các tỷ số về khả năng sinh lời là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (Return on total assets - ROA) Theo giáo trình tài chính doanh nghiệp của Phan Thị Cúc, ROA là tỷ số thu nhập ròng trên tài sản ROA đo lường khả năng sinh lời trên mỗi đồng tài sản của ngân hàng Công thức tính của tỷ số này là:

Chỉ số ROA (Return on Assets) được xem là thước đo hiệu quả đầu tư của ngân hàng, giúp đánh giá khả năng tạo ra thu nhập từ tài sản ROA cho thấy ngân hàng có cơ cấu tài sản hợp lý và khả năng điều động linh hoạt giữa các mục tiêu tài sản trong bối cảnh kinh tế biến động Chỉ số này cũng cung cấp thông tin cho nhà đầu tư về lợi nhuận từ vốn đầu tư, với tài sản ngân hàng được hình thành từ vốn vay và vốn chủ sở hữu ROA cao cho thấy ngân hàng đang kiếm được nhiều tiền hơn với chi phí thấp hơn, trong khi nếu ROA thấp hơn chi phí vay, điều này có thể là dấu hiệu không tốt cho hoạt động kinh doanh của ngân hàng.

2.1.3.2 Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu

ROE (Return on Equity) là một chỉ số quan trọng cho các cổ đông, phản ánh khả năng sinh lời trên mỗi đồng vốn mà họ đầu tư Theo giáo trình tài chính doanh nghiệp của Phan Thị Cúc, ROE được tính bằng công thức cụ thể, giúp đánh giá hiệu quả hoạt động tài chính của doanh nghiệp.

Chỉ số ROE (Return on Equity) là công cụ quan trọng để đo lường hiệu quả sử dụng vốn chủ sở hữu và xác định mức sinh lời mà doanh nghiệp tạo ra Đây là chỉ số mà các nhà đầu tư thường sử dụng để so sánh giữa các cổ phiếu trong cùng ngành, giúp họ đưa ra quyết định đầu tư chính xác hơn Tỷ lệ ROE cao cho thấy công ty đã tối ưu hóa việc sử dụng vốn của cổ đông, đồng thời cân đối hợp lý giữa vốn chủ sở hữu và vốn vay, từ đó nâng cao lợi thế cạnh tranh Do đó, chỉ số ROE càng cao, cổ phiếu của công ty càng trở nên hấp dẫn đối với các nhà đầu tư.

Khi ROE nhỏ hơn hoặc bằng lãi vay ngân hàng, nếu công ty có khoản vay ngân hàng tương đương hoặc cao hơn vốn cổ đông, lợi nhuận tạo ra chỉ đủ để trả lãi vay ngân hàng.

Khi tỷ lệ ROE cao hơn lãi suất vay ngân hàng, cần xem xét liệu công ty đã tận dụng tối đa lợi thế cạnh tranh trên thị trường và sử dụng nguồn vốn vay hiệu quả hay chưa Điều này giúp đánh giá khả năng tăng trưởng tỷ lệ ROE trong tương lai của công ty.

2.1.3.3 Các chỉ tiêu đo lường khác

Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (NIM) được xác định bằng tổng doanh thu từ lãi trừ tổng chi phí trả lãi trên tổng tài sản có sinh lời bình quân Tổng tài sản có sinh lời bình quân bao gồm tiền gửi tại NHNN, tổ chức tín dụng, chứng khoán đầu tư, và các khoản cho vay NIM đo lường chênh lệch giữa thu nhập từ lãi và chi phí trả lãi, cho thấy khả năng sinh lời của ngân hàng; NIM càng cao, khả năng sinh lời càng lớn Ngân hàng sử dụng NIM để kiểm soát tài sản sinh lời và đánh giá nguồn vốn có chi phí thấp nhất, đồng thời phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời.

𝑁𝐼𝑀 = Thu nhập lãi−Chi phí lãi

Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi cận biên (Not Net Interest Margin - NNIM) là chỉ số đo lường chênh lệch giữa nguồn thu ngoài lãi và chi phí ngoài lãi Nguồn thu ngoài lãi chủ yếu đến từ phí dịch vụ, trong khi chi phí ngoài lãi bao gồm tiền lương, chi phí sửa chữa và các chi phí hoạt động khác Do đó, tỷ lệ NNIM cao cho thấy khả năng sinh lời của ngân hàng cũng cao.

Tỷ lệ thu nhập trên vốn sử dụng (ROCE) là chỉ số quan trọng phản ánh khả năng sinh lợi của ngân hàng dựa trên vốn đã sử dụng Vốn sử dụng được xác định bằng cách lấy tổng tài sản trừ đi nợ ngắn hạn ROCE càng cao cho thấy khả năng sinh lời của ngân hàng càng mạnh mẽ.

ROA và ROE đều phản ánh khả năng tạo ra lợi nhuận của ngân hàng, nhưng trong nghiên cứu này, tác giả chọn chỉ số ROA làm biến phụ thuộc đại diện cho khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam ROA được ưa chuộng trong việc phân tích hiệu quả hoạt động và đánh giá tình hình tài chính của ngân hàng.

2.1.4 Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của NHTM

CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA NHTM

2.2.1 Tình hình nghiên cứu ở các nước

Nghiên cứu của Saira và cộng sự (2011) phân tích các yếu tố quyết định lợi nhuận của 10 ngân hàng tại Pakistan trong giai đoạn 2004-2008, tập trung vào các yếu tố nội bộ Bằng phương pháp bình phương tối thiểu gộp (POLS), nghiên cứu đã chỉ ra rằng tài sản, cho vay, vốn chủ sở hữu và tiền gửi có ảnh hưởng mạnh mẽ đến lợi nhuận, được đo bằng tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản (ROA) Kết quả cho thấy tổng tài sản cao không luôn dẫn đến lợi nhuận cao hơn do tính không kinh tế của quy mô, trong khi các khoản vay lớn có tác động gia tăng lợi nhuận nhưng không đáng kể Đặc biệt, vốn chủ sở hữu và tiền gửi là hai yếu tố có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận.

Nghiên cứu của Syafri (2012) về các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời (ROA) của các ngân hàng thương mại ở Indonesia trong giai đoạn 2002-2011 sử dụng mô hình hồi quy dữ liệu bảng Các biến phụ thuộc bao gồm quy mô ngân hàng, dư nợ cho vay, quy mô vốn chủ sở hữu, dự phòng rủi ro tín dụng, chi phí hoạt động, cùng với các yếu tố bên ngoài như GDP hàng năm và tỷ lệ lạm phát Kết quả cho thấy ROA bị tác động tích cực bởi dư nợ cho vay, quy mô vốn chủ sở hữu và tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, trong khi quy mô ngân hàng, chi phí hoạt động và tỷ lệ lạm phát có tác động ngược chiều Nghiên cứu này nổi bật với việc xem xét cả yếu tố nội tại và vĩ mô trong một khoảng thời gian dài, tuy nhiên, vẫn còn hạn chế do chưa xem xét các chỉ tiêu đo lường ROA khác.

Syeda Anum Javed Bukhari (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa các yếu tố bên trong và bên ngoài ảnh hưởng đến lợi nhuận của 11 ngân hàng Pakistan trong giai đoạn 2005-2009 thông qua phân tích hồi quy Nghiên cứu cho thấy rằng rủi ro tín dụng có mối quan hệ tích cực với khả năng sinh lời của ngân hàng, tức là khi rủi ro tín dụng tăng, lợi nhuận ngân hàng cũng tăng theo Ngược lại, thu từ lãi có ảnh hưởng tiêu cực đáng kể đến khả năng sinh lời Ngoài ra, quy mô ngân hàng, thu ngoài lãi, chi phí, chỉ số giá tiêu dùng (CPI), xuất khẩu, nhập khẩu và giảm lãi suất không có mối tương quan với lợi nhuận ngân hàng.

Salman Ahmad và công sự (2012) nghiên cứu về các NHTM trong nước

Nghiên cứu về ngân hàng Pakistan giai đoạn 2001-2010 đã xác định các yếu tố nội tại quyết định lợi nhuận thông qua phân tích hồi quy dữ liệu bảng với phương pháp kiểm định Hausman Biến độc lập ROA được đo lường dựa trên các biến phụ thuộc như tỷ lệ chi phí trên thu nhập, thanh khoản, chi phí dự phòng trên tổng dư nợ và tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản Kết quả cho thấy tỷ lệ chi phí trên thu nhập, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và tỷ lệ chi phí dự phòng trên tổng dư nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến ROA, trong khi thanh khoản có mối quan hệ nghịch với lợi nhuận trên tài sản nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Nghiên cứu của Aremu và cộng sự (2013) về mối quan hệ giữa lợi nhuận và các yếu tố nội tại của ngân hàng Nigeria từ năm 1980 đến 2010 cho thấy an toàn vốn và tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có ảnh hưởng tiêu cực đáng kể đến lợi nhuận ngân hàng trong cả ngắn hạn và dài hạn Kết quả cũng chỉ ra rằng qui mô và hiệu quả chi phí không có tác động rõ rệt đến lợi nhuận Tuy nhiên, rủi ro tín dụng và tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản lại có ảnh hưởng quan trọng đến lợi nhuận ngân hàng Thanh khoản ảnh hưởng đến lợi nhuận trong ngắn hạn, trong khi năng suất lao động chỉ tác động đến lợi nhuận trong dài hạn Ngoài ra, rủi ro thanh khoản từ tỷ suất cho vay trên tổng tài sản và tỷ suất cho vay trên tổng tiền gửi có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời của ngân hàng Nigeria trong ngắn hạn, nhưng không có tác dụng trong dài hạn Về các yếu tố vĩ mô, chỉ có tăng trưởng cung tiền rộng (GRM2) có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng trong cả ngắn hạn và dài hạn, trong khi lạm phát và tốc độ tăng trưởng GDP thực không cho thấy mối tương quan với lợi nhuận ngân hàng.

Nghiên cứu của Muhammad Bilal và cộng sự (2013) về các yếu tố vi mô và vĩ mô ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng thương mại Pakistan trong giai đoạn 2007-2011 cho thấy rằng lợi nhuận trên tài sản (ROA) và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) chịu tác động từ nhiều biến độc lập Các yếu tố nội tại như tiền gửi/tài sản, quy mô ngân hàng, vốn chủ sở hữu, NIM và nợ xấu có ảnh hưởng rõ rệt, trong đó nợ xấu tác động tiêu cực đáng kể đến ROE Tiền gửi trên tổng tài sản có mối tương quan không đáng kể với ROA và ROE, trong khi vốn chủ sở hữu có mối quan hệ đáng kể với ROE nhưng không ảnh hưởng đến ROA NIM thể hiện tác động tích cực mạnh đến khả năng sinh lời của ngân hàng Về các yếu tố vĩ mô, chỉ số tăng trưởng sản phẩm nội địa (IPGR) và GDP thực (RGDP) đều có tác động tích cực đến ROA và ROE, trong khi lạm phát có tác động tiêu cực mạnh đến ROA nhưng ảnh hưởng không đáng kể đến ROE, cho thấy rằng lạm phát cao làm giảm lợi nhuận ngân hàng.

Nghiên cứu của Munther Al Nimer và cộng sự (2013) đã phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ thanh khoản đến lợi nhuận của 15 ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Amman (ASE) trong giai đoạn 2005-2011.

Nghiên cứu của tác giả cho thấy tỷ lệ thanh khoản có tác động ngược chiều đáng kể đến khả năng sinh lời (ROA).

Nghiên cứu của Susan Moraa Onuonga (2014) phân tích tác động của các yếu tố nội tại ngân hàng đến lợi nhuận của 6 ngân hàng thương mại hàng đầu tại Kenya trong giai đoạn 2008-2013, sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu và dữ liệu từ Ngân hàng Trung ương Kenya cùng các chỉ số phát triển ngành của Ngân hàng Thế giới Kết quả cho thấy quy mô ngân hàng, sức mạnh vốn, chi phí hoạt động, vốn chủ sở hữu và tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản đều có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận ngân hàng, được đo lường qua chỉ số ROA Tác giả khuyến nghị Chính phủ Kenya nên xây dựng chính sách khuyến khích các ngân hàng thương mại tăng cường tài sản và vốn để cải thiện hiệu quả ngành ngân hàng, đồng thời đề xuất các ngân hàng đầu tư vào công nghệ và kỹ năng quản lý, nhằm giảm thiểu chi phí hoạt động và thúc đẩy sự tăng trưởng bền vững.

Usman Dawood (2014) đã nghiên cứu các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lời

Bài nghiên cứu về ROA của 23 ngân hàng thương mại tại Pakistan trong giai đoạn 2009-2012 sử dụng phương pháp Pooled OLS với các biến độc lập như chi phí hoạt động, tính thanh khoản, quy mô vốn chủ sở hữu, tỷ lệ tiền gửi trên tổng tài sản và quy mô ngân hàng Kết quả cho thấy quy mô vốn chủ sở hữu có tác động tích cực đến khả năng sinh lời, trong khi chi phí hoạt động và tính thanh khoản lại có tác động tiêu cực Tuy nhiên, nghiên cứu chỉ xem xét các yếu tố nội tại mà không tính đến ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô bên ngoài, và thời gian nghiên cứu ngắn cũng là một hạn chế cần được khắc phục.

Ahmad Aref Almazari (2014) đã nghiên cứu các yếu tố vi mô ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng, với mục tiêu so sánh lợi nhuận giữa các ngân hàng Saudi và Jordan Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ 23 ngân hàng trong giai đoạn 2005-2011, với 161 quan sát Tác giả áp dụng các công cụ thống kê như tương quan Pearson, phân tích mô tả, phân tích phương sai và phân tích hồi quy để kiểm tra giả thuyết và đo lường sự khác biệt cũng như tương đồng giữa các ngân hàng Kết quả cho thấy có mối tương quan tích cực đáng kể giữa ROA của ngân hàng Saudi với TEA, TIA, LQR, và mối tương quan âm với NCA, CDR, CIR và SZE Nghiên cứu khuyến nghị cần thực hiện thêm các nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực này để hiểu rõ hơn về các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng.

2.2.2 Tình hình nghiên cứu trong nước

Trần Việt Dũng (2014) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam bằng phương pháp dữ liệu bảng và ước lượng moment tổng quát (GMM) do Arellano và Bond phát triển Mô hình này sử dụng biến trễ và phương pháp sai phân, cho phép sử dụng nhiều biến công cụ hơn, từ đó nâng cao hiệu quả của mô hình Dữ liệu được thu thập từ 22 ngân hàng trong giai đoạn 2006-2012, bao gồm thông tin từ cơ sở dữ liệu bankscope và báo cáo thường niên của các ngân hàng Kết quả cho thấy cổ phần hóa có tác động tích cực đến khả năng sinh lời, trong khi sự hiện diện của cổ đông ngoại chưa rõ ràng ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động Các ngân hàng có hiệu quả hơn khi sở hữu nhiều vốn chủ sở hữu, nhưng tác giả không xác định được ảnh hưởng của quy mô tài sản, tỷ lệ dư nợ và huy động đến khả năng sinh lời Các yếu tố rủi ro chưa có tác động rõ rệt, trong khi các biến vĩ mô, đặc biệt là chu kỳ kinh tế, ảnh hưởng rõ nét đến hoạt động của NHTM Việt Nam.

Nguyễn Minh Sáng và cộng sự (2014) đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần (NIM) trong hệ thống ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam, sử dụng hai phương pháp ước lượng mô hình tổng quát là mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Qua kiểm định Hausman, nghiên cứu cho thấy rằng tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) có tác động ngược chiều đến NIM Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính của 30 NHTM trong giai đoạn 2008-2013 Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các yếu tố như sự phát triển ngành ngân hàng (BSD), tỷ lệ lạm phát (INF), tỷ lệ nắm giữ vốn chủ sở hữu (CAP), rủi ro tín dụng (CR), tính thanh khoản (LIQ), và chi phí hoạt động (OC) đều có tác động tích cực đến NIM.

Nguyễn Phạm Nhã Trúc và Nguyễn Phạm Thiên Thanh (2015) đã tiến hành so sánh khả năng sinh lời giữa các ngân hàng thương mại cổ phần và ngân hàng thương mại nhà nước tại Việt Nam Bài viết sử dụng phương pháp đồ thị để phân tích xu hướng sinh lời và t-test để kiểm định sự khác biệt giữa hai nhóm ngân hàng Kết quả nghiên cứu từ 28 ngân hàng giai đoạn 2002-2013 cho thấy ROA và ROE của các ngân hàng Việt Nam đang giảm Mặc dù ngân hàng thương mại cổ phần đạt ROA cao hơn ngân hàng quốc doanh, sự chênh lệch này đang dần thu hẹp Nghiên cứu không tìm thấy sự khác biệt về ROE giữa hai nhóm ngân hàng Hạn chế của nghiên cứu là chỉ kiểm định sự khác biệt mà chưa phân tích các yếu tố tác động đến khả năng sinh lời, từ đó cần có giải pháp cải thiện cho các ngân hàng thương mại Việt Nam.

Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015) đã nghiên cứu về đa dạng hóa thu nhập và các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam, với dữ liệu từ báo cáo tài chính của 22 NHTM trong giai đoạn 2007-2013 Nghiên cứu áp dụng phương pháp ước lượng SGMM và cho thấy rằng chỉ số đa dạng hóa thu nhập, tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ tiền gửi khách hàng và lạm phát có mối quan hệ thuận với khả năng sinh lời Ngược lại, tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập lại có mối tương quan nghịch với khả năng sinh lời Ngoài ra, nghiên cứu không phát hiện bằng chứng về tác động của quy mô tổng tài sản và tốc độ tăng trưởng kinh tế đến khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam.

MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu

Tính toán các biến độc lập

Thống kê mô tả Kiểm định ma trận tương quan

Thiết lập mô hình kinh tế

Lựa chọn mô hình phù hợp

Hồi quy theo phương pháp

Kiểm định khuyết tật mô hình

Hồi quy theo phương pháp FEM, REM Hồi quy bằng phương pháp OLS

Tác giả đã thu thập dữ liệu từ 17 ngân hàng thương mại niêm yết trên Sở chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011-2018, tiến hành tính toán các biến như tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA), tỷ lệ thanh khoản (LQR), tỷ lệ nợ xấu (NPL) và chi phí hoạt động (CIR) Sử dụng phần mềm Stata, tác giả thực hiện thống kê mô tả và kiểm định ma trận tương quan giữa các biến, cho thấy kết quả phù hợp với mô hình kinh tế được thiết lập để kiểm tra các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Tác giả cũng đã áp dụng các mô hình hồi quy OLS, FEM và REM, cùng với kiểm định Hausman để chọn mô hình phù hợp và phát hiện các khuyết tật trong mô hình Cuối cùng, tác giả sử dụng mô hình FGLS để khắc phục những vấn đề này và đưa ra các luận điểm và khuyến nghị nhằm nâng cao khả năng sinh lời cho các ngân hàng.

MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Dựa trên cơ sở bài nghiên cứu của Ahmad Aref Almazari1 (2014) với đề tài:

Bài viết "Các yếu tố vi mô ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng: Trường hợp so sánh giữa Saudi Arabia và Jordan" được đăng trên tạp chí "Journal of Applied Finance & Banking" trình bày mô hình hồi quy ước lượng để phân tích các yếu tố vi mô tác động đến lợi nhuận ngân hàng tại hai quốc gia này.

Bảng 3.1 Mô tả các biến trong mô hình

Biến độc lập Mô tả Công thức Dấu kỳ vọng

Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản Thu nhập ròng / Tổng tài sản

SIZE Quy mô tài sản Ln (Tổng tài sản) +

TEA Tỷ lệ vốn chủ sở hữu

Tổng vốn chủ sở hữu / Tổng tài sản +

LQR Tỷ lệ thanh khoản Tiền và khoản tương đương tiền / Tổng tài sản +

CIR Chi phí hoạt động Tổng chi phí hoạt động / Tổng thu nhập hoạt động -

NPL Tỷ lệ nợ xấu Tổng nợ nhóm 3,4,5 / Tổng dư nợ cho vay -

I Ngân hàng 1 đến 17 ngân hàng nghiên cứu

CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU

ROA là chỉ tiêu quan trọng phản ánh hiệu quả quản lý của ngân hàng, thể hiện khả năng chuyển đổi tài sản thành thu nhập ròng Chỉ số này được áp dụng phổ biến trong phân tích hiệu quả hoạt động và đánh giá tình hình tài chính của ngân hàng Mức ROA thấp có thể do chính sách đầu tư hoặc cho vay không hiệu quả, hoặc do chi phí hoạt động quá cao.

Mức ROA cao thường chỉ ra rằng ngân hàng hoạt động hiệu quả, với cơ cấu tài sản hợp lý và khả năng điều động linh hoạt giữa các hạng mục tài sản, giúp thích ứng tốt trước những biến động của nền kinh tế.

3.3.2.1 Quy mô tài sản - SIZE Đối với ngân hàng có quy mô tổng tài sản lớn, có nhiều cơ hội đa dạng hóa đầu tư hơn, từ đó cho phép ngân hàng duy trì, hay thậm chí tăng lợi nhuận trong khi cắt giảm rủi ro và ngược lại Theo giả thuyết, tồn tại tương quan cùng chiều giữa quy mô tài sản và khả năng sinh lời của ngân hàng (hay dấu của SIZE sẽ dương trong mô hình nghiên cứu)

Giả thuyết H1: Quy mô tài sản tác động cùng chiều với khả năng sinh lời của NHTM

3.3.2.2 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu - TEA

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (TEA) được tính bằng cách chia vốn chủ sở hữu cho tổng tài sản vào cuối năm, nhằm đánh giá mức độ phù hợp của vốn Mặc dù vốn chủ sở hữu không chiếm tỷ trọng lớn trong tổng nguồn vốn, nhưng nó đóng vai trò quan trọng trong việc duy trì an toàn và phát triển hoạt động của ngân hàng, do các ngân hàng luôn phải tuân thủ tỷ lệ an toàn vốn.

Ngân hàng có quy mô vốn chủ sở hữu lớn thường có khả năng huy động thêm vốn để phục vụ hoạt động kinh doanh hiệu quả hơn Tuy nhiên, tỷ lệ an toàn vốn cao cho thấy ngân hàng sử dụng đòn bẩy tài chính thấp, điều này có thể dẫn đến việc lợi nhuận giảm do khả năng dư thừa vốn và không tận dụng tối đa nguồn vốn hiện có.

Giả thuyết H2: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của NHTM

3.3.2.3 Tỷ lệ thanh khoản - LQR

LQR, hay tính thanh khoản của ngân hàng, là khả năng đáp ứng kịp thời nhu cầu rút tiền gửi và giải ngân các khoản tín dụng đã cam kết Để đảm bảo an toàn trong hoạt động, ngân hàng cần duy trì tài sản có tính lỏng, dễ dàng chuyển đổi thành tiền mặt, nhằm tránh tình trạng thiếu hụt tạm thời có thể dẫn đến mất uy tín hoặc phá sản Ngoài ra, Ngân hàng Nhà nước cũng đã ban hành quy chế về tỷ lệ dự trữ bắt buộc theo thông tư 23/2015/TT-NHNN, nhằm đảm bảo tính thanh khoản cho các tổ chức tín dụng, sửa đổi quyết định số 581/2003/QĐ.

Theo giả thuyết của NHNN, có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thanh khoản và khả năng sinh lời của ngân hàng, điều này cho thấy rằng khi tỷ lệ thanh khoản tăng, khả năng sinh lời cũng có xu hướng gia tăng.

Giả thuyết H3: Tỷ lệ thanh khoản có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của NHTM

3.3.2.4 Chi phí hoạt động – CIR

CIR là chỉ số đo lường hiệu quả quản lý ngân hàng, thể hiện qua tỷ lệ chi phí hoạt động (chi phí ngoài lãi) so với tổng thu nhập hoạt động Các ngân hàng thường có xu hướng giảm thiểu chi phí này để tăng cường nguồn thu Nghiên cứu này giả thuyết rằng có mối tương quan âm giữa hiệu quả quản lý và khả năng sinh lời của ngân hàng.

Giả thuyết H4: Chi phí hoạt động có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời của NHTM

3.3.2.5 Tỷ lệ nợ xấu - NPL

Tỷ lệ nợ xấu được tính bằng tổng nợ nhóm 3, 4 và 5 chia cho tổng dư nợ, phản ánh chất lượng tín dụng và tình hình tài chính của ngân hàng Tỷ lệ nợ xấu cao cho thấy ngân hàng phải tăng trích lập dự phòng, dẫn đến chi phí cao hơn và giảm khả năng sinh lời Điều này cho thấy nợ xấu có ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận của ngân hàng.

Giả thuyết H5: Tỷ lệ nợ xấu có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời của NHTM.

DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Dữ liệu về các yếu tố ảnh hưởng được tác giả tổng hợp từ báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán của 17 ngân hàng thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2011.

- 2018 trên website chính thức của ngân hàng với 136 quan sát được sử dụng để phục vụ cho nghiên cứu

Chương 3 đã trình bày quy trình nghiên cứu, mô tả dữ liệu, đề xuất mô hình nghiên cứu, xác định được dấu kỳ vọng cho các biến độc lập trong mô hình và sử dụng các phương pháp kiểm định mô hình Chương 4 tiếp theo sẽ phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam, qua đó trình bày các kết quả nghiên cứu, các kiểm định cần thiết cho mô hình nghiên cứu định lượng

Từ đó tạo ra cơ sở để phân tích và đối chiếu trong thực tế.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH

Số liệu thống kê mô tả được sử dụng để tóm tắt mối quan hệ giữa các yếu tố và khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Các biến trong mô hình được trình bày theo các tiêu chí như số quan sát, trung bình tổng thể, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của 6 biến trong khoảng thời gian 8 năm từ 2011 đến 2018 (Bảng 4.1).

Bảng 4.1 Thống kê mô tả dữ liệu

Trung bình Độ lệch chuẩn

Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 3

Theo thống kê từ 136 mẫu quan sát, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của các ngân hàng có giá trị trung bình là 0.85% ROA thấp nhất ghi nhận được là -5.99% của TPBank vào năm 2011, trong khi ROA cao nhất đạt 2.87% của Techcombank vào năm 2018 Dựa trên giá trị ROA của hai ngân hàng này qua các năm, có thể thấy sự biến động rõ rệt trong hiệu quả hoạt động của họ.

Từ năm 2011 đến 2018, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của ROA của hai ngân hàng đã cho thấy sự biến động bất thường trong một năm nhất định, không duy trì ổn định trong những năm tiếp theo Điều này cho thấy tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của các ngân hàng có thể thay đổi mạnh mẽ qua từng năm, phụ thuộc vào hoạt động kinh doanh của ngân hàng trong từng giai đoạn.

Về các biến độc lập:

Quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị trung bình là 18.87, với giá trị nhỏ nhất là 16.53 của TPBank vào năm 2012 và giá trị lớn nhất là 20.99 của BIDV vào năm 2018 Độ lệch chuẩn của biến này khá cao, đạt 1.02, cho thấy sự khác biệt rõ rệt về quy mô giữa các ngân hàng thương mại được nghiên cứu trong suốt các năm.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA) trung bình đạt 8.19%, trong đó BIDV ghi nhận tỷ lệ thấp nhất là 4.06% vào năm 2017, trong khi TPBank đạt tỷ lệ cao nhất 21.95% vào năm 2012, nhưng đây không phải là tỷ lệ ổn định của ngân hàng này.

(iii) Tỷ lệ thanh khoản (LQR) ngân hàng có tỷ lệ thanh khoản cao nhất là

Sacombank vào năm 2011 đạt 8.38% chênh lệch rất lớn so với tỷ lệ trung bình đạt 1.15% Còn đối với tỷ lệ thanh khoản kém nhất thuộc về LienVietPostBank vào năm

2013 chỉ đạt 0.26%, ở các chỉ số này độ lệch chuẩn khá thấp chỉ với 1.17%

Tỷ lệ chi phí hoạt động (CIR) trung bình đạt 121.95%, trong đó VietinBank ghi nhận tỷ lệ tốt nhất vào năm 2018 với chỉ 5.79% Ngược lại, TPBank đã trải qua tỷ lệ CIR cao nhất vào năm 2011, lên tới 8630%, do chi phí hoạt động vượt mức trong khi lợi nhuận thu về rất thấp, với độ lệch chuẩn lên đến 735%.

(v) Tỷ lệ nợ xấu (NPL) tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng HDBank cao nhất lên đến

Tỷ lệ nợ xấu của HDBank đã giảm mạnh từ 8.81% vào năm 2012 xuống chỉ còn 2.43% vào năm 2018, cho thấy ngân hàng này đã nỗ lực thắt chặt tình trạng nợ xấu Trong khi đó, Sacombank ghi nhận tỷ lệ nợ xấu thấp nhất với chỉ 0.58% vào năm 2011, thấp hơn nhiều so với tỷ lệ nợ xấu trung bình 2.3% của toàn hệ thống ngân hàng.

PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN

Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu (Bảng 4.2) cho thấy mối quan hệ giữa các biến độc lập như SIZE, TEA, LQR, CIR, NPL với biến phụ thuộc ROA, cũng như tương quan giữa các biến độc lập và các biến kiểm soát.

Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến

ROA SIZE TEA LQR NPL CIR

Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 4

Biến SIZE, đại diện cho quy mô tổng tài sản của ngân hàng, có hệ số tương quan 0.1894, cho thấy mối quan hệ dương với biến phụ thuộc ROA Với mức ý nghĩa sig = 0.0273 tại 5%, kết quả này khẳng định rằng quy mô tổng tài sản có tác động tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng, phù hợp với giả thiết H1.

Biến độc lập CIR, với chi phí hoạt động có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (sig = 0.0000), cho thấy mối tương quan âm với biến phụ thuộc ROA, với hệ số tương quan là -0.7229 Điều này chỉ ra rằng chi phí hoạt động ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời của các ngân hàng, phù hợp với giả thuyết H4.

Biến độc lập TEA có hệ số tương quan 0.2395, cho thấy mối tương quan dương với ROA và có giá trị sig = 0.005, đạt mức ý nghĩa 1% Điều này chứng tỏ tỷ lệ vốn chủ sở hữu ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng, phù hợp với giả thiết H2.

Bảng 4.2 chỉ ra rằng các biến độc lập SIZE, CIR và TEA đều có ý nghĩa thống kê, với CIR và TEA đạt mức 1% và SIZE ở mức 5%, cho thấy mối liên hệ với khả năng sinh lời của ngân hàng (ROA) Cụ thể, SIZE và TEA có tương quan tích cực với ROA, trong khi đó CIR, đại diện cho chi phí hoạt động của ngân hàng, lại có tương quan tiêu cực với tỷ suất sinh lời ROA.

4.3 KẾT QUẢ MÔ HÌNH HỒI QUY

Tác giả áp dụng ba phương pháp hồi quy định lượng để phân tích dữ liệu, bao gồm hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) và một phương pháp khác.

Mô hình tác động cố định (FEM) được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc, từ đó phân tích mức độ tác động và ý nghĩa của từng hệ số Nghiên cứu này cũng xem xét mức độ giải thích của các yếu tố nội bộ đối với khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam.

Bảng 4.3 Kết quả hồi quy trong 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM

Coef P- value Coef P- value Coef P- value

Nguồn: trích từ phụ lục 5, 6, 7

Bảng 4.3 trình bày kết quả từ ba phương pháp hồi quy định lượng Pooled OLS, FEM và REM Kết quả từ mô hình OLS cho thấy có hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê khác nhau giữa các biến như quy mô tổng tài sản (SIZE), tỷ lệ chi phí hoạt động (CIR) và tỷ lệ vốn chủ sở hữu, đều đạt mức ý nghĩa 1% Tuy nhiên, mô hình OLS trong phương pháp dữ liệu bảng thường vi phạm các khuyết tật của hồi quy tuyến tính như phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó không được khuyến nghị sử dụng.

Kết quả hồi quy từ mô hình FEM và REM cho thấy các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê Cụ thể, trong mô hình FEM, biến SIZE và LQR có mối quan hệ cùng chiều với ROA ở mức ý nghĩa 1% và 5%, trong khi biến CIR và TEA lại có tác động nghịch chiều đến ROA ở mức ý nghĩa 1% Tương tự, mô hình REM cũng chỉ ra rằng biến SIZE và TEA có mối quan hệ tích cực với khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại, trong khi biến CIR, đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động, có tác động tiêu cực đến ROA, tất cả đều đạt mức ý nghĩa 1%.

4.4 KIỂM ĐỊNH KẾT QUẢ MÔ HÌNH

4.4.1 Kiểm định Hausman Để xem xét giữa 2 mô hình tác động cố định và ngẫu nhiên mô hình nào phù hợp để giải thích hơn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Hausman để xem xét có tồn tại sự tự tương quan giữa các biến độc lập hay không

H0: các biến độc lập không tương quan lẫn nhau  Mô hình REM phù hợp

H1: các biến độc lập tương quan lẫn nhau  Mô hình FEM phù hợp

Bảng 4.4 Kết quả kiểm định Hausman

Chi-square P-Value Kết luận

10.50 0.0623 Kết quả kiểm định Hausman ủng hộ sử dụng mô hình REM

Nguồn: trích từ phụ lục 8

Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy P-value = 0.0623 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, do đó chấp nhận giả thiết H0, tức là không có sự tương quan giữa tác động đặc trưng và các biến độc lập trong mô hình Vì lý do này, mô hình FEM không phù hợp để phân tích Tác giả quyết định chọn mô hình REM để ước lượng và sử dụng kết quả từ mô hình REM để đánh giá mô hình biến phụ thuộc ROA.

Để xác định mô hình REM là đáng tin cậy nhất, tác giả thực hiện các kiểm định phần dư trong dữ liệu bảng nhằm tìm kiếm bằng chứng hỗ trợ cho mô hình này Các kiểm định bao gồm kiểm định phương sai sai số thay đổi (Breusch & Pagan), kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và kiểm định tương quan chuỗi, nhằm xác minh xem mô hình REM có tồn tại khuyết tật nào không.

4.4.2 Kiểm định tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập trong mô hình REM

H0: Không tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập

H1: Tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo

6.880 0.0000 Tồn tại hiện tượng tương quan chéo

Nguồn: trích từ phụ lục 9

Bảng 4.5 cho thấy kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo bằng phương pháp kiểm định Pesaran có P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%

Từ đó bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận sự tồn tại của hiện tượng tương quan chéo giữa các biến độc lập

4.4.3 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Dựa vào chỉ số VIF, nếu kết quả VIF đều < 10 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (theo Ramanathan – 1998 và Gujarati – 2012)

Bảng 4.6 Kết quả hiện tượng đa cộng tuyến

Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 10

Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 4.6 Theo kết quả kiểm định VIF, tất cả các biến đều có hệ số VIF nhỏ hơn 10, cho thấy không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong dữ liệu nghiên cứu.

4.4.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi trong REM

H0: Không tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

H1: Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.7 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Chi-square P-value Kết luận

19.80 0.0000 Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Nguồn: trích từ phụ lục 11

Bảng 4.7 hiển thị kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong phần dư khi áp dụng phương pháp hồi quy REM, được thực hiện thông qua kiểm định của Breusch.

Kết quả phân tích cho thấy P-value = 0.0000, điều này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy mô hình gặp phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong dữ liệu nghiên cứu.

4.4.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan chuỗi

H0: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan

H1: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.8 Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan

68.461 0.0000 Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1

Nguồn: trích từ phụ lục 12

KIỂM ĐỊNH KẾT QUẢ MÔ HÌNH

4.4.1 Kiểm định Hausman Để xem xét giữa 2 mô hình tác động cố định và ngẫu nhiên mô hình nào phù hợp để giải thích hơn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Hausman để xem xét có tồn tại sự tự tương quan giữa các biến độc lập hay không

H0: các biến độc lập không tương quan lẫn nhau  Mô hình REM phù hợp

H1: các biến độc lập tương quan lẫn nhau  Mô hình FEM phù hợp

Bảng 4.4 Kết quả kiểm định Hausman

Chi-square P-Value Kết luận

10.50 0.0623 Kết quả kiểm định Hausman ủng hộ sử dụng mô hình REM

Nguồn: trích từ phụ lục 8

Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy P-value = 0.0623 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, dẫn đến việc chấp nhận giả thiết H0, tức là không có sự tương quan giữa tác động đặc trưng và các biến độc lập trong mô hình Do đó, kết quả từ mô hình FEM không phù hợp để phân tích Tác giả đã chọn mô hình REM để ước lượng và sử dụng kết quả từ mô hình REM để đánh giá mô hình biến phụ thuộc ROA.

Để xác định mô hình REM là đáng tin cậy, tác giả thực hiện các kiểm định phần dư trong dữ liệu bảng nhằm tìm kiếm bằng chứng hỗ trợ cho REM Các kiểm định bao gồm kiểm định phương sai sai số thay đổi (Breusch & Pagan), kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi, nhằm xác minh xem mô hình REM có tồn tại khuyết tật nào hay không.

4.4.2 Kiểm định tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập trong mô hình REM

H0: Không tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập

H1: Tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo

6.880 0.0000 Tồn tại hiện tượng tương quan chéo

Nguồn: trích từ phụ lục 9

Bảng 4.5 cho thấy kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo bằng phương pháp kiểm định Pesaran có P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%

Từ đó bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận sự tồn tại của hiện tượng tương quan chéo giữa các biến độc lập

4.4.3 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Dựa vào chỉ số VIF, nếu kết quả VIF đều < 10 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (theo Ramanathan – 1998 và Gujarati – 2012)

Bảng 4.6 Kết quả hiện tượng đa cộng tuyến

Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 10

Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 4.6 Kiểm định VIF cho thấy tất cả các biến đều có hệ số VIF nhỏ hơn 10, điều này chỉ ra rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến trong dữ liệu nghiên cứu.

4.4.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi trong REM

H0: Không tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

H1: Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.7 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Chi-square P-value Kết luận

19.80 0.0000 Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Nguồn: trích từ phụ lục 11

Bảng 4.7 thể hiện kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi giữa các thực thể trong phần dư của phương pháp hồi quy REM, được thực hiện thông qua kiểm định Breusch.

Kết quả phân tích cho thấy P-value = 0.0000, cho thấy có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, điều này chỉ ra rằng mô hình đang gặp phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong dữ liệu nghiên cứu.

4.4.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan chuỗi

H0: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan

H1: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.8 Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan

68.461 0.0000 Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1

Nguồn: trích từ phụ lục 12

Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan trong phần dư được thực hiện bằng điểm định Wooldridge theo phương pháp hồi quy RE 4.6M, cho thấy hệ số F với sig = 0.0000 có ý nghĩa ở mức 1% Điều này chứng tỏ rằng trong mô hình hồi quy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc một.

Kết quả từ các bảng 4.5, 4.7 và 4.8 cho thấy mô hình tác động ngẫu nhiên REM gặp phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan trong phần dư, và tự tương quan giữa các biến độc lập, làm giảm độ tin cậy của kết quả hồi quy Để khắc phục những khuyết tật này, tác giả đã áp dụng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (FGLS - Feasible Generalized Least Squares) để ước lượng các mô hình hồi quy đã được nêu trong chương.

4.4.6 Mô hình hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát – FGLS

Bảng 4.9 Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát

Nguồn: trích từ phụ lục 13

Kết quả từ phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát cho thấy các biến độc lập NPL, SIZE, CIR và TEA có tác động rõ rệt đến ROA Cụ thể, NPL, đại diện cho tỷ lệ nợ xấu, có tác động nghịch chiều đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam với P-value = 0.008, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% SIZE, thể hiện quy mô tổng tài sản, có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời với P-value = 0.000, cũng có ý nghĩa ở mức 1% CIR, đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động, có tác động nghịch chiều đến ROA với P-value = 0.000, có ý nghĩa ở mức 1% Cuối cùng, TEA, đại diện cho tỷ lệ vốn chủ sở hữu, có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của các NHTM với P-value = 0.000, có ý nghĩa ở mức 1% Như vậy, kết quả từ mô hình FGLS phù hợp với các giả thiết đã được kỳ vọng.

Kết quả của mô hình kinh tế cho thấy các yếu tố nội bộ có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam.

ROA it = - 0.038 + 0.0022SIZE + 0.1031TEA – 0.0007CIR– 0.0684NPL + ε

THẢO LUẬN VỀ CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU THEO KẾT QUẢ ĐỐI CHIẾU VỚI THỰC TẾ

4.5.1 Giả thuyết H1 về quy mô tài sản (SIZE)

Quy mô tài sản (SIZE) có mối tương quan thuận với khả năng sinh lời ROA của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam, cho thấy rằng quy mô tổng tài sản lớn hơn dẫn đến khả năng sinh lời ROA cao hơn Kết quả này thống kê có ý nghĩa ở mức 1% trong mô hình ROA, cho thấy khi các yếu tố khác không đổi, mỗi khi biến TEA tăng 1%, ROA sẽ tăng 0.22% Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Admet Ugur & Hakan Erkus (2010).

Mỹ Linh và Nguyễn Thị Ngọc Hương (2015) cùng với Nguyễn Thị Cành và Hồ Thị Hồng Minh (2015) đã chứng minh rằng có mối tương quan tích cực giữa quy mô tài sản và tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) của ngân hàng Cụ thể, ngân hàng có tổng tài sản lớn hơn thường đạt được lợi nhuận cao hơn nhờ vào việc tận dụng lợi thế quy mô, cho phép họ cung cấp dịch vụ với chi phí thấp hơn so với ngân hàng nhỏ Điều này không chỉ nâng cao khả năng cạnh tranh mà còn giúp ngân hàng thu hút nhiều khách hàng hơn, từ đó gia tăng nguồn lợi nhuận.

4.5.2 Giả thuyết H2 về tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA)

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA) có mối liên hệ tích cực với khả năng sinh lời ROA của các Ngân hàng TMCPCP Việt Nam; khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng, khả năng sinh lời ROA cũng tăng theo Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình biến phụ thuộc ROA.

Khi các yếu tố khác không thay đổi, một sự gia tăng 1% trong TEA dẫn đến tăng 10,31% ROA Kết quả này nhất quán với các nghiên cứu trước đây của Salman Ahmad, Bilal Nafees và Nguyễn Thị Cành, Hồ Thị Hồng Minh (2012).

Nghiên cứu năm 2015 chỉ ra rằng có mối tương quan thuận giữa quy mô vốn chủ sở hữu và ROA Mặc dù ngân hàng có tỷ lệ TEA cao đảm bảo an toàn về thanh khoản, nhưng hiệu quả sử dụng vốn chưa cao dẫn đến khả năng sinh lời giảm Trong giai đoạn 2010-2014, mặc dù vốn chủ sở hữu tăng, nhưng do tín dụng thấp, lãi suất cho vay giảm và chi phí huy động cùng trích lập dự phòng tín dụng tăng, đã tạo áp lực lớn lên việc sử dụng vốn, làm suy giảm khả năng sinh lời của các NHTM Việt Nam Một cấu trúc vốn mạnh là cần thiết cho ngân hàng trong nền kinh tế phát triển, giúp ngân hàng đứng vững trong khủng hoảng tài chính và bảo vệ người gửi tiền trước điều kiện kinh tế không ổn định Quy mô vốn chủ sở hữu cung cấp sức mạnh nội lực cho ngân hàng trong thời kỳ bất ổn Các sự kiện kinh tế toàn cầu ảnh hưởng đến Việt Nam, do đó, nâng cao năng lực tài chính là cần thiết để NHTM Việt Nam đối phó với rủi ro và nâng cao sức cạnh tranh Việc yêu cầu các tổ chức tín dụng tăng vốn chủ sở hữu là hợp lý và phù hợp với bối cảnh kinh tế, nhằm xây dựng một hệ thống ngân hàng ổn định và phát triển bền vững, đồng thời cần quản trị nguồn vốn hiệu quả để cải thiện khả năng sinh lời.

4.5.3 Giả thuyết H4 về chi phí hoạt động (CIR)

Biến CIR có hệ số âm và ý nghĩa thống kê mạnh với ROA ở mức 1%, cho thấy khi tỷ lệ nợ xấu tăng 1%, ROA giảm 0.07% Điều này chỉ ra mối quan hệ giữa chi tiêu hoạt động và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu Tỷ lệ này phản ánh mức độ đầu tư của ngân hàng qua chi phí nhân viên và quản lý trên mỗi đồng thu nhập Nghiên cứu cho thấy các ngân hàng Việt Nam chưa sử dụng chi phí hợp lý để gia tăng khả năng sinh lời; việc tiết giảm chi phí hiệu quả sẽ nâng cao khả năng sinh lời Kết quả này nhất quán với các nghiên cứu trước đây của Abu Hanifa (2015), Heffernan và Fu (2008) cùng Kosmidou (2005).

4.5.4 Giả thuyết H5 về tỷ lệ nợ xấu (NPL)

Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời ROA của các ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam, với mối tương quan ngược chiều rõ rệt Cụ thể, khi tỷ lệ nợ xấu tăng 1%, ROA sẽ giảm 6.84%, cho thấy sự sụt giảm lợi nhuận đáng kể Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình phân tích Việc mở rộng hoạt động tín dụng ồ ạt trong quá khứ đã dẫn đến việc ngân hàng chấp nhận rủi ro tín dụng cao hơn, từ đó gia tăng tỷ lệ nợ xấu Khi nợ xấu tăng lên, các NHTM phải tăng chi phí trích lập dự phòng rủi ro, điều này làm giảm hiệu quả hoạt động kinh doanh và khả năng sinh lời Nghiên cứu của Nguyễn Minh Hà và Nguyễn Công Tâm cũng xác nhận những kết quả này.

(2012), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015), Nguyễn Thị Loan và Trần Thị Ngọc Hạnh (2013), Olweny & Shipho (2011), Muhammad Bilal và cộng sự

Năng lực thẩm định cho vay kém và đạo đức nghề nghiệp yếu dẫn đến tăng rủi ro tín dụng và nợ xấu Ngược lại, các ngân hàng có hiệu quả kinh doanh và khả năng sinh lời cao thường có môi trường làm việc tốt, đạo đức nghề nghiệp cao và quản trị hiệu quả, từ đó kiểm soát nợ xấu tốt hơn và đảm bảo an toàn tài chính.

Kết quả nghiên cứu cho thấy mô hình chưa đạt được kỳ vọng, đặc biệt là biến LQR không có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, các biến còn lại, bao gồm SIZE và TEA, đã phù hợp với giả thuyết ban đầu.

CIR và NPL đều đáp ứng kỳ vọng, cho thấy mô hình đã khắc phục các khuyết tật và có tính ổn định theo thời gian cũng như sự biến động của dữ liệu nghiên cứu Điều này có thể là nền tảng để phát triển các mô hình dự báo cho ngân hàng trong tương lai.

Chương bốn đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2011-2018 thông qua các biến độc lập như quy mô tài sản (SIZE), tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA), chi phí hoạt động (CIR), tỷ lệ nợ xấu (NPL) và tỷ lệ thanh khoản (LQR) Nghiên cứu đã trình bày kết quả với các phân tích thống kê mô tả, ma trận tương quan, hồi quy và các kiểm định như kiểm định Hausman, đa cộng tuyến, tự tương quan và phương sai thay đổi Kết quả cho thấy SIZE và TEA có mối tương quan thuận chiều, trong khi CIR và NPL có mối tương quan ngược chiều, còn LQR không có mối quan hệ rõ ràng trong mô hình này.